時(shí)間：2023-07-30 10:10:47
序論：在您撰寫(xiě)行政機(jī)關(guān)的含義時(shí)，參考他人的優(yōu)秀作品可以開(kāi)闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導(dǎo)您走向新的創(chuàng)作高度。
關(guān)鍵詞：無(wú)效行政行為；特征；法律性質(zhì)和效力
一、無(wú)效行政行為的概念
無(wú)效行政行為最基本的問(wèn)題是概念問(wèn)題，最核心的價(jià)值是承認(rèn)相對(duì)人的抵抗權(quán)，是對(duì)行政行為公定力理論的修正和完善。從行政主體的角度看，為了效率和行政目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，承認(rèn)行政為的公定力有一定的合理性。但如果行政行為違法比較嚴(yán)重，相對(duì)人只能在承受?chē)?yán)重的后果之后才能通過(guò)訴訟或復(fù)議來(lái)取得行政法上的救濟(jì)，這從保護(hù)相對(duì)人合法權(quán)益的角度來(lái)講又是極其不合理的。因而需要無(wú)效行政行為制度來(lái)彌補(bǔ)公定力理論的不足。要是這一功能得到發(fā)揮，相對(duì)人的抵抗權(quán)得以更好地維護(hù)相對(duì)人的合法權(quán)益就必須了解什么樣的行為是無(wú)效行政行為。
無(wú)效行政行為是行政行為的一種，指由行政主體作出的具有行政行為的外形但因缺乏實(shí)質(zhì)要件而不能發(fā)生法律效力的行為。對(duì)于這個(gè)定義我們可以從以下幾個(gè)方面來(lái)理解。第一，無(wú)效行政行為在性質(zhì)上屬于形式行政行為。無(wú)效是對(duì)形式上已經(jīng)作出的行政行為效力的一種否定性評(píng)價(jià)，其前提是行政行為在形式上已經(jīng)存在，這一點(diǎn)要求我們把無(wú)效行政行為與不存在的行政行為區(qū)分開(kāi)來(lái)。第二，無(wú)效行政行為對(duì)于相對(duì)人沒(méi)有拘束力。這也是無(wú)效行政行為與可撤銷(xiāo)的行政行為的區(qū)別。第三，無(wú)效行政行為之中并非沒(méi)有權(quán)利與義務(wù)，其實(shí)質(zhì)上的無(wú)效性并不必然決定其沒(méi)有包括相關(guān)的權(quán)利和義務(wù)，但是無(wú)效行政行為中的權(quán)利是不受法律保護(hù)的。若行政主體在這樣的行政行為中為行政相對(duì)人設(shè)定了義務(wù)，相對(duì)人可以直接行使抵抗權(quán)。這里需要指出的是在無(wú)效行政行為中，行政主體為相對(duì)人設(shè)立了義務(wù)，說(shuō)明無(wú)效行政行為具有行政行為成立的法律效果要件，是可以成立的行政行為。
在方世榮教授的《行政法與行政訴訟法》的書(shū)中沒(méi)有“無(wú)效行政行為”這一提法，而以“行政行為的無(wú)效”來(lái)代替這一概念。其表述是：“行政行為的無(wú)效是指行政行為具有重大的、明顯的違法情形，從而使其自始至終不發(fā)生法律效力的行為。”對(duì)這一概念的理解需要在前述的基礎(chǔ)上加上范圍和行為后果兩個(gè)方面。一是無(wú)效行政行為在范圍上一般限于重大且明顯違法的行政行為。二是無(wú)效行政行為在后果上表現(xiàn)為自始、當(dāng)然、確定無(wú)效。在這里筆者贊同金偉峰教授對(duì)無(wú)效行政行為的概念作出的界定，無(wú)效行政行為是指因具有重大而且明顯的違法情形而自始不產(chǎn)生法律效力的行政行為。
二、無(wú)效行政行為的特征
1.無(wú)效行政行為的范圍上僅指“重大且明顯的違法行為”
此限定范圍是依大陸法系國(guó)家和地區(qū)通說(shuō)，即其具有外在的“明顯違法性”和內(nèi)在的“重大違法性”，前者指依一般公民之理性和經(jīng)驗(yàn)所能判斷的違法行政行為，后者指其違反了重要的法律法規(guī)，該通說(shuō)在外國(guó)的立法上也有體現(xiàn)，比如，《聯(lián)邦德國(guó)行政程序法》第44條第一項(xiàng)規(guī)定：“行政行為具有嚴(yán)重瑕疵，該瑕疵按所考慮的一切情況明智判斷屬明顯者，行政行為無(wú)效。”
2.無(wú)效行政行為在效力上表現(xiàn)為“自始、當(dāng)然和確定無(wú)效”
即從行政行為做出時(shí)，無(wú)需有權(quán)機(jī)關(guān)宣告就不具有任何法律效力，公民也沒(méi)有尊重該行為的義務(wù)，并享有對(duì)該行為抵抗的權(quán)利，甚至在某些情況下，公民可以采取警告、逃脫等方式進(jìn)行正當(dāng)防衛(wèi)和對(duì)抗；這實(shí)質(zhì)上就是賦予了公民在行政行為執(zhí)行時(shí) “當(dāng)時(shí)”的救濟(jì)手段，因其“當(dāng)時(shí)”而不同于復(fù)議訴訟等“事后”救濟(jì)手段。即使在事后的救濟(jì)手段中，對(duì)于無(wú)效行政行為的救濟(jì)也不受時(shí)效的限制，相對(duì)人擁有無(wú)期限追訴權(quán)，即“做出無(wú)效行政行為的機(jī)關(guān)和其他有權(quán)機(jī)關(guān)得隨時(shí)宣告或確認(rèn)其無(wú)效，相對(duì)人也可隨時(shí)請(qǐng)求有權(quán)機(jī)關(guān)宣告或確認(rèn)其無(wú)效”。對(duì)該無(wú)效行政行為，做出機(jī)關(guān)即使事后進(jìn)行了追認(rèn)、轉(zhuǎn)換等補(bǔ)救措施，依然不能被法律所承認(rèn)而變?yōu)橛行А?ldquo;一旦法院宣布某一行政行為在法律上無(wú)效，那就如同什么事都沒(méi)有發(fā)生一樣。”
三、無(wú)效行政行為的法律性質(zhì)和效力
具體行政行為因不具備合法要件，在我國(guó)行政法學(xué)上被稱(chēng)為行政“違法”。按照違法的程度不同，可以分為明顯輕微的違法、一般違法和重大而明顯的違法。其中重大而明顯的違法行政行為就是無(wú)效行政行為。所以無(wú)效行政行為本質(zhì)上是一種違法情形達(dá)到相當(dāng)嚴(yán)重程度的違法行政行為。
在關(guān)于無(wú)效行政行為是否具有公定力的問(wèn)題上，理論上爭(zhēng)議較多。目前，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，無(wú)效具體行政行為不具有公定力。但也有學(xué)者認(rèn)為，所有具體行政行為，包括無(wú)效具體行政行為，都具有公定力。筆者認(rèn)為，無(wú)效行政行為自始無(wú)法律效力，不產(chǎn)生對(duì)行政法律關(guān)系參與人約束的效力，任何人無(wú)尊重的義務(wù)，不需遵守和執(zhí)行。所以，無(wú)效行政行為不具有公定力、確定力、拘束力和執(zhí)行力。認(rèn)定無(wú)效行政行為不具有公定力，是對(duì)行政行為效力理論的突破，特別是對(duì)公定力的沖擊最大。從法的安定性和信賴(lài)保護(hù)角度而言，行政行為都具有公定力，即使違法行政行為在被有權(quán)機(jī)關(guān)確認(rèn)之前，都應(yīng)被推定為有效的。從法治的角度而言，我們也不能過(guò)分地保護(hù)違法的行政行為，但如果相對(duì)人濫用權(quán)利，隨便將違法行政行為宣布無(wú)效而不予遵守，則不利于社會(huì)和法治的穩(wěn)定，如何解決上述問(wèn)題已成為行政行為理論界需要解決的難題，需要對(duì)行政行為效力理論進(jìn)行重塑。
四、結(jié)語(yǔ)
本文從實(shí)現(xiàn)行政相對(duì)人對(duì)行政主體的抵抗權(quán)出發(fā)，從無(wú)效行政行為的概念、無(wú)效行政行為的特征、無(wú)效行政行為的法律性質(zhì)和效力等方面對(duì)無(wú)效行政行為作了一個(gè)全面的闡述。在闡述無(wú)效行政行為概念時(shí)著重分析了無(wú)效行政行為與行政行為成立的關(guān)系，主張?jiān)诔闪⒌幕A(chǔ)上來(lái)討論行政行為的效力。要建立無(wú)效行政行為制度首先要做的是明確其概念，把“行政行為不存在”、“行政行為不成立”、“假象行政行為& rdquo;從無(wú)效行政行為研究的范疇中剔除出去，防止概念上的混淆。在討論無(wú)效行政行為的效力時(shí)，筆者認(rèn)同無(wú)效行政行為不具有公定力，贊同行政相對(duì)人對(duì)無(wú)效行政行為行使抵抗權(quán)。
參考文獻(xiàn)：
關(guān)鍵詞:精益化管理 內(nèi)涵 特征 必要性
隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)也越來(lái)越激烈，為了能夠讓企業(yè)的發(fā)展跟得上時(shí)代的腳步，對(duì)企業(yè)的管理就要進(jìn)行不斷的提高和完善，實(shí)踐證明，正確實(shí)施企業(yè)精益化管理給企業(yè)的發(fā)展帶來(lái)了很明顯的推動(dòng)作用，使企業(yè)的發(fā)展穩(wěn)定提升。
一、精益化管理的內(nèi)涵
精益化管理中的“精”是精細(xì)，“益”為效益，精益化管理主要是要求企業(yè)在各項(xiàng)活動(dòng)實(shí)施的時(shí)候，都要秉承著精益求精的思想，以最小資源的投入，包括人力、物力、時(shí)間和空間，創(chuàng)造出盡可能多的價(jià)值，為客戶(hù)提供新產(chǎn)品和及時(shí)的服務(wù)，從而使企業(yè)的效益提升到最高的層次。精益化管理是一種全新的企業(yè)管理、經(jīng)營(yíng)運(yùn)作的方式，實(shí)現(xiàn)企業(yè)在為顧客提供滿(mǎn)意的產(chǎn)品與服務(wù)的同時(shí)，把浪費(fèi)降到最低程度的目的。
二、精益化管理的特征
在經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的時(shí)代，企業(yè)如果想要更好的達(dá)到其發(fā)展目標(biāo)，就要采取科學(xué)合理的管理方式，實(shí)現(xiàn)以最低的成本，創(chuàng)造出最理想的效益，企業(yè)實(shí)施精益化的經(jīng)營(yíng)管理方法能夠有效的將這個(gè)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)，其主要特征主要有以下幾個(gè)方面：
(一)精益化管理是一個(gè)哲理
精益化管理在一個(gè)企業(yè)中起到的作用，是將企業(yè)的發(fā)展模式制定在低成本，高效益上，在很大程度幫助了企業(yè)實(shí)現(xiàn)零庫(kù)存、無(wú)浪費(fèi)、準(zhǔn)時(shí)反應(yīng)等理想境界。使企業(yè)明確各個(gè)階段目標(biāo)的情況下，一步一個(gè)腳印的將企業(yè)效益穩(wěn)步推進(jìn)。在各個(gè)環(huán)節(jié)中實(shí)現(xiàn)自覺(jué)更新、相互協(xié)調(diào)。
(二)精益化管理強(qiáng)調(diào)的是一個(gè)過(guò)程
企業(yè)的精益化管理所培養(yǎng)的并不僅僅是企業(yè)的發(fā)展目標(biāo)，而且還包括在目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的過(guò)程中，員工們團(tuán)結(jié)一致、共同奮斗的過(guò)程，企業(yè)的精益化管理必須持之以恒的貫徹其思想制度，在日常的管理工作中逐步完善，循序漸進(jìn)地進(jìn)行管理工作的改革與創(chuàng)新，只要在這樣的企業(yè)管理過(guò)程中，才能讓企業(yè)不斷變的強(qiáng)大，在市場(chǎng)激烈的競(jìng)爭(zhēng)中占有一席之地。
(三)精益化管理強(qiáng)調(diào)以“人”為中心
在企業(yè)精益化管理中，主要強(qiáng)調(diào)的是“人”為中心，打破傳統(tǒng)那種上下級(jí)關(guān)系森嚴(yán)，相處起來(lái)氣氛緊張的形式，強(qiáng)調(diào)員工之間與領(lǐng)導(dǎo)之間的協(xié)作精神，充分調(diào)動(dòng)員工對(duì)工作的積極性，以“人”為中心是企業(yè)精益化管理必須要實(shí)現(xiàn)的思想，管理者要充分認(rèn)識(shí)人的潛力是無(wú)限的，人的因素貫穿于整個(gè)精益生產(chǎn)的過(guò)程之中。
(四)精益化管理強(qiáng)調(diào)“人以精益為本”
企業(yè)實(shí)施精益化管理，一方面要為員工可以實(shí)現(xiàn)自身的最大價(jià)值提供平臺(tái)，另一方面也要強(qiáng)調(diào)“人以精益為本”的思想，因此，企業(yè)在管理的過(guò)程中，要努力形成“集思廣益、事實(shí)就是、精益求精”的管理氛圍，堅(jiān)決摒棄一些繁文縟節(jié)造成的約束。
(五)注重全面質(zhì)量管理
產(chǎn)品質(zhì)量是消費(fèi)者最為重視的東西，質(zhì)量的好壞直接影響了企業(yè)的整體效益，如果質(zhì)量不過(guò)關(guān)，那么在科學(xué)的管理工作也起不到良好的作用，所以注重全面質(zhì)量管理也是精益化管理的一個(gè)主要特征，在管理的過(guò)程中培養(yǎng)員工的質(zhì)量意識(shí)，保證在生產(chǎn)的過(guò)程中做到及時(shí)發(fā)現(xiàn)質(zhì)量問(wèn)題，從而及時(shí)解決，從而全面追求盡善盡美。
三、企業(yè)實(shí)施精益化管理的必要性
(一)有利于顧客滿(mǎn)意最大化
對(duì)于企業(yè)來(lái)說(shuō)，“顧客就是上帝”這句話是絕對(duì)的真理，在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中，企業(yè)的生產(chǎn)和服務(wù)必須要贏得顧客的滿(mǎn)意才能得到銷(xiāo)售市場(chǎng)，精益化的管理要求以顧客需求為首要任務(wù)，從顧客的立場(chǎng)出發(fā)，為顧客提供滿(mǎn)足需求的產(chǎn)品和服務(wù)。而不是從企業(yè)的角度出發(fā)，考慮什么有價(jià)值，什么沒(méi)價(jià)值。
(二)有利于企業(yè)控制成本
精益化管理所要達(dá)到的目標(biāo)是在使用最低的成本創(chuàng)造出最大的效益，使企業(yè)的資源能夠得到合理的運(yùn)用，減少資源的浪費(fèi)量，有效控制企業(yè)的成本。精益化管理實(shí)現(xiàn)控制成本的方法主要有提高產(chǎn)出和降低產(chǎn)品成本兩種方法，在現(xiàn)代化的企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)中，第一種方法已經(jīng)不適合用在企業(yè)的發(fā)展中，而通過(guò)降低產(chǎn)品成本來(lái)增加企業(yè)的利潤(rùn)，已經(jīng)得到了廣大企業(yè)的認(rèn)可。
(三)有利于提高企業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力
企業(yè)如果想在競(jìng)爭(zhēng)激烈的市場(chǎng)占有一席之地，提高企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力是刻不容緩的事情，通過(guò)精益化管理的方式來(lái)提高企業(yè)內(nèi)部的活力，有效提高企業(yè)的生產(chǎn)效益，是提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的一種重要手段。
(四)精益化管理展示的是一種企業(yè)文化
企業(yè)所展現(xiàn)出來(lái)的企業(yè)文化對(duì)于企業(yè)的發(fā)展也是有著很大推動(dòng)作用的，精益化管理首先展現(xiàn)出來(lái)的是一種追求卓越的企業(yè)文化，消除浪費(fèi)，以最小的成本來(lái)獲取最大的利潤(rùn)。并且，精益化管理還體現(xiàn)了團(tuán)結(jié)協(xié)作的企業(yè)文化，在協(xié)作的過(guò)程中，是企業(yè)生產(chǎn)的效率大大提高，保證以最快的速度保質(zhì)保量的完成任務(wù)。
四、結(jié)束語(yǔ)
在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)如此激烈的社會(huì)環(huán)境下，企業(yè)如果想要得到良好的發(fā)展，實(shí)施企業(yè)精益化管理是一條十分有效的途徑，精益化管理也憑借自身的諸多優(yōu)勢(shì)被越來(lái)越多的企業(yè)多采用，更好的實(shí)現(xiàn)了企業(yè)的發(fā)展目標(biāo)。
參考文獻(xiàn)：
[1]許建,向昌國(guó).企業(yè)實(shí)施精益化管理研究[J].商業(yè)研究.2009
[2]郝立剛.淺析精益化在人力資源管理中的應(yīng)用[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)信息.2010
[3]趙曉菲.新時(shí)期企業(yè)實(shí)施精益化管理的思考[J].科技資訊.2011
【關(guān)鍵詞】C反應(yīng)蛋白；急性冠脈綜合征；急性心肌梗死；不穩(wěn)定心絞痛
文章編號(hào)：1009-5519（2007）07-0972-03 中圖分類(lèi)號(hào)：R5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
急性冠脈綜合征（acute coronary syndrome，ACS）是心肌急性缺血的一組臨床表現(xiàn)，包括急性心肌梗死（AMI）及不穩(wěn)定心絞痛（UAP）,它多以冠狀動(dòng)脈粥樣硬化為病理基礎(chǔ)。已有研究顯示炎癥在冠狀動(dòng)脈粥樣硬化的發(fā)生和發(fā)展中具有一定意義[1]。許多研究結(jié)果表明[2]，C反應(yīng)蛋白(C-reaction protein，CRP)是急性期反應(yīng)蛋白(acute phase protein, APP)中重要的蛋白之一，被稱(chēng)為炎癥標(biāo)志物。檢測(cè)CRP對(duì)于疾病的診斷雖無(wú)特異性，但其濃度上升是各種原因引起的炎癥和組織損傷的靈敏指標(biāo)[3]。近年來(lái)，CRP在心血管方面的研究報(bào)道較多[4]。它與心血管疾病如動(dòng)脈粥樣硬化、冠狀動(dòng)脈疾病乃至心肌梗死的發(fā)生、發(fā)展和預(yù)后有著密切的關(guān)系，被認(rèn)為是一個(gè)被低估而未被充分利用的指標(biāo)，是心血管病危險(xiǎn)因子。筆者通過(guò)檢測(cè)ACS患者和體檢正常者的CRP含量探討其與ACS的發(fā)病及病情轉(zhuǎn)歸的關(guān)系。
1 資料與方法
1.1 臨床資料：入選病例為2004年2月～2006年3月收入我院住院的ACS患者40例，均符合1979年WHO公布的缺血性心臟病的診斷標(biāo)準(zhǔn)，并剔除患有各種急慢性感染、腫瘤、風(fēng)濕性瓣膜病、心肌病、結(jié)締組織病等影響CRP水平的疾病的患者。其中UAP（B組）25例，男17例，女8例，年齡（58.6±12.3）歲；AMI（C組）15例，男11例，女4例，年齡（62.3±5.8）歲。以上患者入院后均給予常規(guī)治療，有溶栓適應(yīng)證的AMI患者給予溶栓治療，同時(shí)選取體檢正常者20例作為對(duì)照組（A組），男女各10例，年齡（61.2±3.7）歲。
1.2 方法：所有患者取清晨空腹靜脈血3ml，使用日立7080自動(dòng)分析儀及麥克公司的CRP試劑盒，采用液相免疫沉淀散射比濁終點(diǎn)測(cè)定法進(jìn)行血清CRP濃度測(cè)定（正常值0.68～8.20 mg/L）。記錄4周內(nèi)所有患者的病情轉(zhuǎn)歸情況，包括以下3種情況:病情趨于穩(wěn)定，無(wú)心絞痛發(fā)作;病情惡化并發(fā)生頑固性心絞痛、心肌梗死、心力衰竭、猝死等心臟事件;病情在原基礎(chǔ)上無(wú)明顯變化。
1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理：數(shù)據(jù)分析采用SPSS 10.0統(tǒng)計(jì)軟件計(jì)算機(jī)處理，所有數(shù)據(jù)以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（x±s）表示，組間比較采用t檢驗(yàn)和方差分析，P
2 結(jié)果
2.1 體檢正常者為A組20例，ACS中UAP組為B組25例，AMI組為C組15例，3組間血CRP測(cè)量結(jié)果顯示：B、C組患者血CRP濃度[(10.48±2.72)ng/L、(16.53±3.94)ng/L]較A組[（3.06±1.51）mg/L]顯著升高，差異具有顯著性（P
2.2 各組病情轉(zhuǎn)歸的比較：B組中19例病情趨于穩(wěn)定，轉(zhuǎn)化為穩(wěn)定型心絞痛，2例病情較前無(wú)明顯變化，2例頑固性心絞痛，1例心肌梗死，1例心力衰竭；C組中9例病情穩(wěn)定無(wú)心臟事件發(fā)生，1例猝死，2例心力衰竭，1例心源性休克，1例頻發(fā)室性早搏，1例室性心動(dòng)過(guò)速。病情趨于穩(wěn)定的28例及病情較前無(wú)明顯變化的2例患者CRP水平均處于同組中相對(duì)較低至中等水平，而病情惡化出現(xiàn)心臟事件的10例患者CRP水平均處于同組中相對(duì)較高水平。
3 討論
近年研究表明[5]，有60%～70%的ACS患者僅有輕度或中度的冠脈狹窄，動(dòng)脈粥樣斑塊的破裂導(dǎo)致的冠脈血栓形成是引起ACS的最直接原因，而局部炎癥細(xì)胞的浸潤(rùn)以及全身炎癥是導(dǎo)致斑塊破裂引起ACS的最主要原因。CRP已被公認(rèn)是一種炎癥敏感性反應(yīng)指標(biāo)，而CRP濃度升高時(shí)發(fā)生在炎癥早期（組織損傷早期）6～8小時(shí)內(nèi)，并在48～72小時(shí)內(nèi)達(dá)到高峰[6]。其水平升高是炎性細(xì)胞激活后產(chǎn)生的白細(xì)胞介素-6（IL-6）等細(xì)胞因子刺激肝臟合成增加所致[7]，并通過(guò)激活補(bǔ)體系統(tǒng)引起脂質(zhì)沉積，從而損傷血管。另外在單核細(xì)胞、粒細(xì)胞均含有CRP受體，CRP大量產(chǎn)生，可經(jīng)其受體激活，通過(guò)直接或間接產(chǎn)生細(xì)胞因子而損傷血管。因而CRP是ACS的形成機(jī)制之一[8]。血清CRP水平的高低取決于冠狀動(dòng)脈粥樣硬化病灶是否穩(wěn)定，他對(duì)冠狀動(dòng)脈及性病變的表達(dá)較準(zhǔn)確[9]。越來(lái)越多的證據(jù)支持局部或全身炎癥在動(dòng)脈粥樣硬化及其并發(fā)癥的發(fā)生和發(fā)展中起到重要的作用[10]。急性冠狀動(dòng)脈事件的發(fā)生與斑塊破裂、血栓形成有關(guān)，炎癥可能是一種重要的觸發(fā)機(jī)制[11]。
本研究發(fā)現(xiàn)，與對(duì)照組相比ACS患者中B組和C組CRP水平均不同程度升高，而后者升高更為明顯，說(shuō)明CRP與ACS的發(fā)生相關(guān)。B組和C組共28例病情轉(zhuǎn)歸良好，無(wú)心臟事件的發(fā)生，其CRP水平均處于同組中相對(duì)較低至中等水平；而病情惡化出現(xiàn)心臟事件的11例患者中，有10例CRP水平均處于同組中相對(duì)較高水平，從而說(shuō)明，CRP與ACS的病情轉(zhuǎn)歸及預(yù)后有著密切關(guān)系，同等條件下CRP水平高者病情轉(zhuǎn)歸及預(yù)后較差，反之良好。Mueller等[12]研究表明:隨著CRP水平的升高，ACS患者的近期及遠(yuǎn)期病死率均明顯升高。
關(guān)鍵詞 席漢氏綜合征 體外受精-胚胎移植 護(hù)理
席漢氏綜合征是一種因產(chǎn)后大出血、休克造成腦缺血性壞死，并由此引發(fā)腦垂體功能減退，垂體促性腺素、促甲狀腺素等分泌明顯減少的一種疾病，臨床表現(xiàn)為產(chǎn)后閉經(jīng)、卵巢功能減退一不排卵、減退、毛發(fā)稀疏、生殖器萎縮等。甘肅省婦幼保健院2008年2月收治1例此癥患者，經(jīng)應(yīng)用人絕經(jīng)期尿促性素(HMG)促排卵后行體外受精-胚胎移植，成功妊娠，現(xiàn)將護(hù)理體會(huì)報(bào)告如下。
資料與方法
患者，32歲，因繼發(fā)不孕10年，于2006年12月5日來(lái)我院生殖醫(yī)學(xué)研究所就診。詢(xún)問(wèn)病史，患者16歲初潮，周期正常，量中等，無(wú)腹痛。1995年結(jié)婚，1996年10月在當(dāng)?shù)蒯t(yī)院行剖宮產(chǎn)分娩女?huà)?，因新生兒窒息搶救無(wú)效死亡?；颊咝g(shù)中大出血致休克，此后一直無(wú)月經(jīng)來(lái)潮，診斷為席漢氏綜合征，給予激素替代治療1年余，幫助其萎縮的子宮恢復(fù)正常。2008年2月4日腔內(nèi)多普勒發(fā)現(xiàn)雙側(cè)卵巢有竇卵泡發(fā)育，男方檢查無(wú)異常。擬行藥物促排卵后官腔內(nèi)人工授精術(shù)，于月經(jīng)第3天開(kāi)始服用枸櫞酸氯米氛100mg每日1次，連續(xù)7天，第5天加用人絕經(jīng)期促性腺激素(HMG)。應(yīng)用HMG第10天監(jiān)測(cè)卵泡，右側(cè)卵巢66mm×54mm，卵泡20mm×16mm，18ram×14nun，17mm×15mm，15mm×14mm，14mm×13mm，12mm×12mm，左側(cè)卵巢60mm×50 mm，卵泡為19mm×18mm，18mm×16mm，18mm×14mm，16mm×15mm，抽血查血清雌二醇2680pg/ml，因卵泡較多，為避免發(fā)生卵巢過(guò)度刺激綜合征(OHSS)，向家屬交代病情，在征得本人及家屬同意的情況下，決定由人工授精改為體外受精一胚胎移植(IVF―ET)。2008年2月27日共取卵8枚，采用體外培養(yǎng)，受精6枚，卵裂為4細(xì)胞。2月29日，取卵后48小時(shí)移植胚胎2枚。術(shù)后14天尿妊娠試驗(yàn)陽(yáng)性，血清絨毛膜性腺激素為872.4IU/ML，孕酮為40.2ng/ml。移植后35天腔內(nèi)多普勒提示宮內(nèi)單胎妊娠，可見(jiàn)胚芽及胎血管搏動(dòng)。確診為臨床妊娠。目前患者在孕28周，胎兒宮內(nèi)生長(zhǎng)發(fā)育良好。
術(shù)前護(hù)理：①心理護(hù)理：本例患者由于長(zhǎng)期無(wú)正常月經(jīng)來(lái)潮，思想包袱較重，情緒不穩(wěn)定，加之常年就醫(yī)經(jīng)濟(jì)上負(fù)擔(dān)重，未完全從長(zhǎng)期診治的負(fù)面情緒中解脫出來(lái)，在悲觀、失望的同時(shí)，擔(dān)心會(huì)喪失為人母的權(quán)利，所以對(duì)此次就醫(yī)報(bào)有極高的期望值。因此，做好心理護(hù)理顯得尤為重要。首先護(hù)士要與患者建立良好的護(hù)患關(guān)系，獲得患者及家屬的信任和認(rèn)可。耐心傾聽(tīng)患者的心理感受，了解其思想及心理需求，再有針對(duì)性地做好心理疏導(dǎo)和解釋工作。同時(shí)護(hù)士應(yīng)向患者詳細(xì)講解體外受精-胚胎移植的基本步驟、方法，告知手術(shù)前用藥的目的及意義，介紹影響體外受精-胚胎移植妊娠率的各個(gè)環(huán)節(jié)及失敗的可能性，讓患者具備一定的心理承受能力。②術(shù)前準(zhǔn)備：檢查記錄患者的生命體征，完善各項(xiàng)實(shí)驗(yàn)室檢查。如生化、血、尿常規(guī)，凝血四項(xiàng)、乙肝三系統(tǒng)、愛(ài)滋、丙肝及梅毒血清等。③陰道準(zhǔn)備：術(shù)前2天用5％聚維酮碘液擦洗外陰及陰道。手術(shù)當(dāng)日用無(wú)菌溫生理鹽水沖洗陰道。要求做到窺陰器暴露宮頸后，用卯圓鉗夾住干棉球擦凈陰道內(nèi)分泌物，再用5％聚準(zhǔn)酮碘液棉球擦洗陰道及后穹窿周?chē)⑿D(zhuǎn)窺陰器，使棉球能充分涂擦到陰道各個(gè)部位。同時(shí)由于卵巢體積增加，卵泡大且卵泡腔張力增高，擦洗時(shí)動(dòng)作要輕柔以免窺陰器觸碰擠壓引起卵泡破裂。沖洗后囑患者禁止，保持外陰及陰道清潔。④促排卵治療過(guò)程中的護(hù)理：患者月經(jīng)第5天遵醫(yī)囑接受尿促性腺激素治療，以促使卵泡發(fā)育。注射時(shí)應(yīng)告知患者藥物的不良反應(yīng)，操作時(shí)要嚴(yán)格無(wú)菌操作，用藥劑量大小對(duì)卵泡的發(fā)育起著至關(guān)重要的作用，護(hù)士在抽取藥液時(shí)要做到劑量準(zhǔn)確，不殘留藥液，絕經(jīng)期尿促性腺激素為粉劑，在溶解時(shí)應(yīng)將稀釋液沿著安瓿壁緩慢注入，防止泡沫產(chǎn)生。⑤做好患者家屬的宣教工作：囑男方在患者注射尿促性腺素7～9天內(nèi)排精1次。術(shù)前2天口服諾氟沙星膠囊2粒，每日3次，每晚睡前口服潑尼松片7.5mg。
術(shù)晨按時(shí)到醫(yī)院用法取精。取精前先洗凈雙手，再用75％乙醇棉球擦拭雙手，待自然晾干后，用法將取出置于無(wú)菌取精杯內(nèi)，將雙方姓名及年齡寫(xiě)于取精杯上，盡快送培養(yǎng)室優(yōu)化處理。
術(shù)中護(hù)理：①物品準(zhǔn)備：術(shù)前30分鐘將手術(shù)消毒包、取卵針、恒溫試管架、B超機(jī)等準(zhǔn)備就緒。調(diào)節(jié)B超至圖像清晰、大小及穿刺線位置合適。②患者的管理：術(shù)前30分鐘給患者肌內(nèi)注射鹽酸哌替啶75mg，排空膀胱。更換病員服，專(zhuān)人護(hù)送至手術(shù)室。熱情迎接患者，在播放輕音樂(lè)的手術(shù)間給患者進(jìn)行取卵術(shù)。同時(shí)與患者進(jìn)行親切的交談，以減輕患者的緊張情緒。術(shù)中觀察患者的生命體征，并告知手術(shù)進(jìn)度，使其心理上得到放松，增加患者的信心。③術(shù)中配合：協(xié)助患者上床，取膀胱截石位，用無(wú)菌溫生理鹽水沖洗外陰及陰道，按無(wú)菌操作技術(shù)鋪巾。用無(wú)菌溫生理鹽水徹底沖洗手套，將B超探頭分別套上探頭套和儀器套并予以B超穿刺線定位，配合醫(yī)生做好卵泡液的采集、恒溫保存、避光、傳遞至培養(yǎng)室等工作。
術(shù)后護(hù)理：術(shù)后將患者扶入休息室，靜臥1小時(shí)，觀察患者的面色、神智、腹痛情況，發(fā)現(xiàn)異常及時(shí)處理。并適時(shí)告知患者的獲卵數(shù)量，讓患者及家屬放心。同時(shí)給予黃體酮60mg肌內(nèi)注射，每日1次；服用阿莫西林500mg，每日3次預(yù)防感染。告訴隨訪時(shí)間、胚胎移植時(shí)間的準(zhǔn)備工作。
胚胎移植時(shí)的護(hù)理：患者擔(dān)心胚胎質(zhì)量及移植后不受孕，此時(shí)護(hù)士要告訴患者移植的胚胎數(shù)量，指導(dǎo)患者保持良好的心態(tài)，樹(shù)立成功的信心。移植前囑患者充盈膀胱，在B超引導(dǎo)下移植胚胎，移植后囑患者平臥2小時(shí)方可離開(kāi)醫(yī)院，在此期間可作側(cè)身、伸縮肢體等活動(dòng)，無(wú)活動(dòng)限制。
胚胎移植后的護(hù)理：囑咐患者回家后注意休息，勞逸結(jié)合，避免用腹壓及運(yùn)動(dòng)，以免影響胚胎著床。堅(jiān)持按醫(yī)囑每日肌注黃體酮60mg，每3日注射絨促性素2000IU 1次，共3次。告訴患者黃體酮為油劑，注射后不易吸收，應(yīng)兩側(cè)臀部交替注射，可熱敷注射部位，以減少硬結(jié)形成。若已有硬結(jié)形成，可使用馬鈴薯片貼敷外加熱毛巾的方式，起到消腫散結(jié)的作用。術(shù)后14天留晨尿檢查尿妊娠試驗(yàn)或來(lái)院抽血查絨毛膜促性腺素。若陽(yáng)性，即為生化妊娠，繼續(xù)黃體酮注射，于移植后35天腔內(nèi)多普勒檢查，若為2胎以上妊娠，則需行選擇性減胎手術(shù)。
隨訪指導(dǎo)：建立電話隨訪制度，定期電話隨訪，如有出血、腹痛等情況，應(yīng)及時(shí)給與保胎治療。
通知
市有關(guān)飲食業(yè)服務(wù)業(yè)、各局、總公司勞動(dòng)處，各區(qū)、縣勞動(dòng)局：
最近有些來(lái)信來(lái)訪者詢(xún)問(wèn)京勞險(xiǎn)字〔1988〕103號(hào)文件及京勞險(xiǎn)發(fā)字〔1990〕278號(hào)試行以個(gè)人工資總額計(jì)發(fā)退休費(fèi)的文件中有關(guān)工人技師的含義，為嚴(yán)肅政策，現(xiàn)重申如下：上述2個(gè)文件中所提到的工人技師，在飲食、服務(wù)行業(yè)是指經(jīng)市勞動(dòng)局批準(zhǔn)的，并授予市勞動(dòng)局統(tǒng)一印制的工人特一級(jí)、特二級(jí)、特三級(jí)技師證書(shū)的工人。各單位評(píng)定的工人一級(jí)技師、二級(jí)技師不包括在內(nèi)。請(qǐng)你們接此通知以后對(duì)所屬單位的執(zhí)行情況做一次認(rèn)真的檢查，凡不符合這一規(guī)定而擅自提高按個(gè)人工資總額計(jì)發(fā)退休費(fèi)起點(diǎn)數(shù)額的，應(yīng)立即予以糾正。特此通知。
關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；環(huán)境污染；擴(kuò)展的EKC模型；面板協(xié)整
中圖分類(lèi)號(hào)：F222.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
Abstract: This paper， based on utility function， builds an extended EKC model. Through the analysis of panel cointegration， the conclusion is that the EKC curves of industrial waste water， waste gas is not any kind of “U-shape”， “inverted U-shape” or “N-shape”. There is causality between economic growth and discharge of industrial wastes， but the discharge standard of developed areas is remarkably different from that of under-developed areas; the differences of industrial structure have an effect on the discharge of wastes， especially when the proportion of secondary industry in the national economy is large， the discharge of industrial wastes will be more; the population density has an crowding-out effect on industrial wastes; the discharge of industrial wastes have a mechanism to force the government devote more to the pollution. The environments of Beijing and Shanghai are taking a favorable turn， while the situation in He’nan province is still worsening. To solve the problem of environmental pollution thoroughly， a rational and effective institution is needed. Only when the restraint of institution from objective point is great than the restraint of human’s own behavior， can the environmental problem be solved.
Key words: economic growth; environmental pollution; extended EKC model; panel co-integration
1971年《羅馬俱樂(lè)部報(bào)告》出臺(tái)之后，關(guān)于經(jīng)濟(jì)是否可持續(xù)發(fā)展一度成為廣泛的爭(zhēng)議話題，隨后的討論從資源枯竭問(wèn)題轉(zhuǎn)向了環(huán)境污染問(wèn)題。目前經(jīng)濟(jì)學(xué)界一般用環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(Environmental Kuznets Curve， EKC)表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境的關(guān)系。該曲線是指當(dāng)收入超過(guò)一定的臨界值時(shí)，按照人均值度量的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的環(huán)境效應(yīng)幅度會(huì)隨著收入的增加而下降，就是說(shuō)人均收入和環(huán)境污染呈現(xiàn)的是倒U型曲線關(guān)系。在人均收入水平比較低的情況下，隨著人均收入的提高，環(huán)境污染加劇；Grossman and Krueger（1991；1994）研究表明，在人均收入達(dá)到一定水平 ，一般為 4000-5000 美元(1985年的美元計(jì)價(jià))，人均收入的提高將伴隨著環(huán)境狀況的改善。繼Grossman和Krueger之后，許多實(shí)證研究結(jié)果都表明，在大多數(shù)環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)與人均收入之間存在著倒U型的關(guān)系。Selden和Song(1994；1995)考察了四種重要的空氣污染物(即SO2、CO2、NO2和SPM)排放問(wèn)題，發(fā)現(xiàn)它們與收入之間都存在倒U型的關(guān)系。Xepapadeas和Amri(1995)證實(shí)對(duì)于大氣中SO2的濃度也存在同樣的結(jié)論。Grossman and Krueger(1995)使用比1994年的研究范圍更廣的環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行了跨國(guó)面板模型分析，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而持續(xù)惡化的證據(jù)，相反，他們選取的大多數(shù)環(huán)境指標(biāo)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的初始階段出現(xiàn)惡化，而隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出穩(wěn)定改善的過(guò)程。
隨著人們生活水平的提高，將會(huì)追求更高的生活質(zhì)量，因此對(duì)于環(huán)境污染的問(wèn)題也會(huì)越來(lái)越受到重視，研究該問(wèn)題的學(xué)者也越來(lái)越多。本文嘗試建立一個(gè)基于效用函數(shù)擴(kuò)展的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線，應(yīng)用面板單位根和面板協(xié)整理論，分析我國(guó)分省的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線——我國(guó)分省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系問(wèn)題。
一、文獻(xiàn)綜述
對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染關(guān)系問(wèn)題的研究，主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一種是對(duì)某一個(gè)省市的研究，主要適用OLS方法進(jìn)行模型估計(jì)，但是很少見(jiàn)到對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根和協(xié)整檢驗(yàn)問(wèn)題，然后根據(jù)回歸結(jié)果分析EKC模型是否存在，進(jìn)而提出相關(guān)的政策建議；第二種是利用分省面板模型回歸分析，主要是使用Hausman檢驗(yàn)判斷使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效用模型，未曾見(jiàn)到對(duì)于面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根和面板協(xié)整檢驗(yàn)問(wèn)題。第一種情況的研究成果眾多；第二種情況的研究成果很少，主要有：包群、彭水軍、陽(yáng)小曉（2005）；劉燕、潘楊、陳剛（2006）；于峰、齊建國(guó)、田曉林（2006）；李達(dá)、王春曉（2007）。
包群、彭水軍、陽(yáng)小曉（2005）利用1996-2002年期間我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與包括水污染、大氣污染與固體污染排放在內(nèi)的6類(lèi)環(huán)境污染指標(biāo)之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)倒U型EKC關(guān)系很大程度上取決于污染指標(biāo)以及估計(jì)方法的選取，存在以相對(duì)低的人均收入水平越過(guò)環(huán)境倒U型曲線轉(zhuǎn)折點(diǎn)的可能。
劉燕、潘楊、陳剛（2006）使用1990-2003年中國(guó)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系進(jìn)行了計(jì)量分析，同時(shí)考察了中國(guó)的對(duì)外開(kāi)放政策對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響。結(jié)果表明中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同環(huán)境污染之間并不存在簡(jiǎn)單的倒U型曲線關(guān)系，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)廢水之間表現(xiàn)為一種倒N型曲線關(guān)系，與工業(yè)廢氣之間表現(xiàn)為N型曲線關(guān)系，與工業(yè)固體廢物之間表現(xiàn)一種倒U型曲線關(guān)系。同時(shí)，分析表明出口同中國(guó)的環(huán)境污染之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；而外商直接投資與中國(guó)的環(huán)境污染之間卻存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。
于峰、齊建國(guó)、田曉林（2006）在 Stern（2002）模型的基礎(chǔ)上，以 SO2 排放量表征環(huán)境污染水平，對(duì) 1999—2004 年間除西藏、山西和貴州以外的我國(guó)28 個(gè)省、自治區(qū)及直轄市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)變動(dòng)加劇了我國(guó)環(huán)境污染，生產(chǎn)率提高、環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新與推廣降低了我國(guó)環(huán)境污染。并估算了這五要素對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響的各自實(shí)際貢獻(xiàn)率。
李達(dá)、王春曉（2007）利用1998-2004年間我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，研究了3種大氣污染物和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明3種大氣污染物與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在倒U型環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線。二氧化硫排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈倒N型曲線，與多數(shù)研究結(jié)果不相符；同時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)比重、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度、單位GDP能耗和環(huán)境政策強(qiáng)度四個(gè)解釋變量總體上對(duì)3個(gè)大氣污染物的排放具有顯著影響。
從上述文獻(xiàn)可以看出，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系的文章也似乎越來(lái)越多。上述豐富的研究成果對(duì)于我國(guó)或者某些省份和城市制定合理的環(huán)境措施，減少環(huán)境污染總量，降低環(huán)境污染程度都具有十分重要的指導(dǎo)意義。但是上述研究成果共同的遺憾是：一是模型簡(jiǎn)單，沒(méi)有考慮到影響環(huán)境污染的其他因素，僅限于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于環(huán)境污染影響的研究和回歸分析；二是實(shí)證分析手段和方法受到計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和發(fā)展水平的制約。基于此，本文從上述兩個(gè)方面進(jìn)行補(bǔ)充和擴(kuò)展分析，基于效用函數(shù)理論模型，建立中國(guó)的EKC模型，使用面板單位根和面板協(xié)整分析技術(shù)進(jìn)行研究，希望結(jié)論能符合中國(guó)國(guó)情和實(shí)際，對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、環(huán)境污染和治理提出有針對(duì)性和有益的建議。
二、模型的建立與微觀基礎(chǔ)
考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系問(wèn)題，首先要分析兩個(gè)變量的傳導(dǎo)路徑，因此要從微觀傳遞機(jī)制入手，進(jìn)而分析宏觀層次上變量的依賴(lài)關(guān)系。
（一）模型的微觀基礎(chǔ)
我們首先建立一個(gè)代表性家庭個(gè)體的函數(shù)模型，然后將它一般化推廣，形成一個(gè)包含更廣泛個(gè)體的函數(shù)模型。
1.代表性個(gè)體的效用函數(shù)與污染函數(shù)。
假設(shè)一個(gè)代表性家庭消費(fèi)C會(huì)導(dǎo)致污染H，因此家庭的效用函數(shù)為：
家庭消費(fèi)越多，效用越高，因此 ；而污染越高，效用越低，因此 。由于污染是由于消費(fèi)引致的，因此家庭如果減少污染，或者是減少消費(fèi)，或者是對(duì)污染進(jìn)行投入治理。令E為家庭治理環(huán)境污染的資源投入量，考慮到污染是消費(fèi)的副產(chǎn)品，因此可以設(shè)定家庭污染函數(shù)為：
假設(shè)消費(fèi)越多，污染越嚴(yán)重，因此消費(fèi)和污染正相關(guān)，即 ；同時(shí)假定隨著污染治理投入的增加，環(huán)境污染隨之減輕，兩者負(fù)相關(guān)，即 。假定家庭治理污染和消費(fèi)的資源稟賦總量為Y（收入），則約束條件為C+E=Y。
假定效用函數(shù)為線性的，可以表示成如下形式：
表示單位消費(fèi)產(chǎn)生單位效用，污染帶來(lái)的邊際效用損失為 ，且 。假定單位消費(fèi)產(chǎn)生單位污染，并且污染治理函數(shù)設(shè)定為柯布——道格拉斯形式，具體表示為：
該形式表明，當(dāng)不進(jìn)行污染治理投入的時(shí)候，污染量H等于消費(fèi)量C，污染量隨著消費(fèi)的增加而增加；隨著污染治理投入的提高，當(dāng) 時(shí)，污染量為零，即消除了污染。
2.函數(shù)的一般形式。
我們將效用函數(shù)擴(kuò)展到多個(gè)個(gè)體，假定不存在外部性影響，則效用函數(shù)和污染函數(shù)可以表示為：
i=1，2，……n
其中， ， ， 。
求解得到最優(yōu)消費(fèi)為：
（二）環(huán)境污染模型的建立
從國(guó)內(nèi)外已有文獻(xiàn)來(lái)看，一般的EKC模型形式為：
y為環(huán)境指標(biāo)，x為人均GDP，u為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)， 、 、 和 為待估參數(shù)。
當(dāng) ， 時(shí)，y和x為線性關(guān)系； ， ， 時(shí)，y和x呈現(xiàn)“倒U”型二次曲線關(guān)系； ， ， 時(shí)，y和x呈“U”型二次曲線關(guān)系； ， ， 時(shí)，y和x為三次曲線關(guān)系，圖形為“N”型； ， ， 時(shí)，y和x為三次曲線關(guān)系，圖形為“反N”型；當(dāng) ， ， 時(shí)，表示環(huán)境污染不受經(jīng)濟(jì)水平的影響，兩者之間沒(méi)有關(guān)系。
根據(jù)Grossman and Krueger（1991；1994）對(duì)NAFTA環(huán)境效應(yīng)得出的結(jié)論，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境的影響表現(xiàn)為三個(gè)方面：規(guī)模效應(yīng)（Scale Effects）、結(jié)構(gòu)效應(yīng)（Structural Effects）、技術(shù)效應(yīng)（Technology Effects）。我們?cè)诖嘶A(chǔ)上對(duì)一般的EKC模型進(jìn)行擴(kuò)展，由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中產(chǎn)出的增長(zhǎng)必然導(dǎo)致對(duì)環(huán)境資源需求的增加，同時(shí)向環(huán)境中排放各種廢棄物的存量也在增加，經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)導(dǎo)致資源損耗和環(huán)境破壞，因此用人均GDP和人口密度來(lái)表示規(guī)模效應(yīng)對(duì)環(huán)境的影響；用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化表示結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)環(huán)境的影響；用單位GDP能耗表示技術(shù)效應(yīng)對(duì)環(huán)境的影響；同時(shí)增加政策效應(yīng)變量，用污染治理投入代表政策強(qiáng)度和政府政策導(dǎo)向。則本文擴(kuò)展的EKC模型可以表示為：
其中，ln表示對(duì)變量取對(duì)數(shù)；H為環(huán)境污染量；i為個(gè)體單位，這里指省市自治區(qū)；t為時(shí)間序列； 表示截面效應(yīng)； 是待估參數(shù)；y是人均GDP；G表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，這里為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全部產(chǎn)值的比重；M為非農(nóng)業(yè)人口的人口密度；A為單位GDP能耗，表示技術(shù)進(jìn)步；E為污染治理投入，表示政策強(qiáng)度；u為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。
三、基于面板單位根和面板協(xié)整檢驗(yàn)的實(shí)證分析
（一）數(shù)據(jù)的來(lái)源和說(shuō)明
本文所用數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1997-2005年，這是由于考慮到重慶從1997年才有數(shù)據(jù)，同時(shí)也是為了考察中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最為強(qiáng)勁這一時(shí)段對(duì)于環(huán)境的影響問(wèn)題，從邏輯上來(lái)說(shuō)這段時(shí)間變量的關(guān)聯(lián)度應(yīng)該最強(qiáng)。由于西藏缺少環(huán)境指標(biāo)有關(guān)數(shù)據(jù)，因此我們考察的個(gè)體是除了西藏以外的大陸30個(gè)省市自治區(qū)。我們用工業(yè)廢水排放量（FS，單位：萬(wàn)噸）、工業(yè)廢氣排放量（FQ，單位：億標(biāo)準(zhǔn)立方米）和工業(yè)固體廢棄物排放量（FW，單位：萬(wàn)噸）表示環(huán)境污染量，因此原模型變成了三個(gè)方程。其他字母所表示的變量如前文擴(kuò)展的EKC模型所示：y是人均GDP（單位：億元／萬(wàn)人）；A為單位GDP能耗（單位：萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤／億元）；G表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，這里為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全部產(chǎn)值的比重（%）；M為非農(nóng)業(yè)人口的人口密度（單位：萬(wàn)人／公頃）；E為污染治理投入（單位：萬(wàn)元），實(shí)際應(yīng)用中對(duì)變量取了對(duì)數(shù)。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于有關(guān)年度《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》等權(quán)威數(shù)據(jù)資料庫(kù)。本文所用軟件是Eviews5.1和Stata9.0。
（二）面板模型與估計(jì)、檢驗(yàn)方法
計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論表明，眾多經(jīng)濟(jì)變量尤其是面板數(shù)據(jù)大都是非平穩(wěn)變量，用非平穩(wěn)變量進(jìn)行回歸分析結(jié)果很大程度上表現(xiàn)為偽回歸。為避免偽回歸現(xiàn)象，需要對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根和協(xié)整檢驗(yàn)。
1.面板單位根檢驗(yàn)。
面板模型進(jìn)行回歸分析之前進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，這是避免出現(xiàn)偽回歸的前提條件。面板單位根檢驗(yàn)方法有別于時(shí)間序列數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，主要為：LLC檢驗(yàn)(Levin、Lin and Chu，2002)、Breitung檢驗(yàn)(Breitung，2000)、Hadri檢驗(yàn)(Hadri，1999)是相同根的檢驗(yàn)方法，IPS檢驗(yàn)(Im、Pesaran and Shin，2003)、Fisher-ADF(Maddala and Wu，1999；Choi，2001)檢驗(yàn)是不同根的檢驗(yàn)方法；LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)原假設(shè)是含有單位根；Hadri檢驗(yàn)原假設(shè)為不含有單位根。本文所用數(shù)據(jù)和變量的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，表中斜體數(shù)字表示該檢驗(yàn)的結(jié)果和其他檢驗(yàn)結(jié)果相反。
表1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)
檢驗(yàn)方法 lnFS lnFQ lnFW lnY
水
平
值 LLC檢驗(yàn) 0.19(0.57) -1.08(0.14) 2.84(0.99) 6.2(0.99)
Breitung檢驗(yàn) 4.19(0.99） -0.02(0.49) 1.04(0.85) 10.7(0.99)
IPS檢驗(yàn) -0.24(0.41） -0.39(0.35) 5.58(0.99) 5.64(0.99)
Fisher-ADF檢驗(yàn) 59.1(0.58) 70.14(0.22) 25.3(0.99) 8.36(0.99)
Hadri檢驗(yàn) 13.4(0.00)* 46.6(0.00)* 16.8(0.00)* 12.87(0.00)*
一
階
差
分
值 LLC檢驗(yàn) -23.7(0.00)* -13.1(0.00)* -26.2(0.00)* -8.63(0.00)*
Breitung檢驗(yàn) 4.84（0.99） -0.02(0.49) -1.94(0.02)** 1.85(0.97)
IPS檢驗(yàn) -4.09(0.00)* -4.2(0.00)* -3.92(0.00)* -6.53(0.00)*
Fisher-ADF檢驗(yàn) 170.9(0.00)* 116.8(0.00)* 144.8(0.00)* 80.8(0.05)**
Hadri檢驗(yàn) 0.12（0.45） -1.1(0.86) 0.58(0.28) 0.26(0.34)
檢驗(yàn)方法 lnG lnM lnA lnE
水
平
值 LLC檢驗(yàn) -0.48(0.31) 8.13(0.99) -6.63(0.00) 11.5(0.99)
Breitung檢驗(yàn) 3.77(0.99） 7.02(0.99) 4.2(0.99) -0.52(0.3)
IPS檢驗(yàn) 0.69(0.75） 15.2(0.99) -0.27(0.4) -0.48(0.31)
Fisher-ADF檢驗(yàn) 62.5(0.46) 46(0.94) 50.7(0.8) 13.1(0.99)
Hadri檢驗(yàn) 15.47(0.00)* 17.7(0.00)* 13(0.00)* 22.5(0.00)*
一
階
差
分
值 LLC檢驗(yàn) -10.55(0.00)* -5.87(0.00)* -22.8(0.00)*
Breitung檢驗(yàn) 4.97(0.99) -3.11(0.00)* -5.6(0.00)* -4.5(0.00)*
IPS檢驗(yàn) -4.88(0.00)* -7.24(0.00)* -3.85(0.00)* -6.3(0.00)*
Fisher-ADF檢驗(yàn) 109(0.00)* 110.6(0.00)* 95(0.00)* 160.4(0.00)*
Hadri檢驗(yàn) 0.03(0.49） -0.18(0.57) 0.53(0.29) -1.05(0.85)
*、**分別表示在1%、5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)；括號(hào)中數(shù)據(jù)是該統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率。
上述檢驗(yàn)結(jié)果除了lnFS、lnFQ、lnY、lnG一階差分值的Breitung檢驗(yàn)，lnA水平值的LLC檢驗(yàn)顯著與眾不同外，其他四種或以上檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)結(jié)論一致，均表明上述變量是I(1)的，也就是說(shuō)本文模型所用變量是非平穩(wěn)變量。
對(duì)于面板模型，如果變量是非平穩(wěn)的，進(jìn)行回歸分析之前需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷是否可能屬于偽回歸。
2.面板協(xié)整檢驗(yàn)。
Pedroni(1999，2004)以回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造出7個(gè)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，其中除了Panelν-stat為右尾檢驗(yàn)之外，其余統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均為左尾檢驗(yàn)。4個(gè)是用聯(lián)合組內(nèi)尺度描述即Panel v-Statistic、Panel ρ-Statistic、Panel ADF-Statistic、Panel PP-Statistic；另外3個(gè)是用組間尺度來(lái)描述即Group ρ-Statistic、 Group ADF-Statistic、 Group PP-Statistic。如果各統(tǒng)計(jì)量均在1%(或5%)的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，表明非平穩(wěn)的時(shí)間序列之間存在著協(xié)整關(guān)系。
Pedroni(1999，2004)基于殘差的協(xié)整檢驗(yàn)量最關(guān)鍵的是計(jì)算所假設(shè)協(xié)整方程的殘差。
對(duì)于如下的協(xié)整方程：
，
其中， ， 為獨(dú)立變量的個(gè)數(shù)。
為了得到相關(guān)的面板協(xié)整統(tǒng)計(jì)量，首先要估計(jì)協(xié)整方程。為了得到兩個(gè)組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量（panel rho-stat、panel t-stat）值，對(duì)原序列進(jìn)行差分運(yùn)算并估計(jì)如下差分方程：
其中，
由差分方程的殘差值以及Newey-West（1987）的估計(jì)量可以計(jì)算出 的長(zhǎng)期值，用 表示。
通過(guò)協(xié)整方程的殘差 以及回歸式 可以得到panel rho-stat和group rho-stat統(tǒng)計(jì)量。 的長(zhǎng)期方差 以及同期方差 分別為：
并且令：
另一方面對(duì)于panel t-stat和group t-stat統(tǒng)計(jì)量再次利用協(xié)整方程的的殘差估計(jì) 計(jì)算 的方差 。記：
， 。
Pedroni對(duì)于相關(guān)的面板協(xié)整檢驗(yàn)量作了如下的表示：
panel rho-stat：
panel t-stat：
group rho-stat：
group t-stat：
對(duì)于每個(gè)面板模型利用近似的均值和方差既可以進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。
對(duì)于面板協(xié)整檢驗(yàn)而言其原假設(shè) ：對(duì) ，即不存在協(xié)整關(guān)系；而對(duì)于組間統(tǒng)計(jì)量而言其備則假設(shè)為： ：對(duì) ：而對(duì)于組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量而言其備則假設(shè)為： ：對(duì) 。
本文所用變量的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。
表2 本文所用變量的面板協(xié)整檢驗(yàn)
變量 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
解
釋
變
量
lny、
lnG、
lnM、
lnA、
lnE
被解釋
變量
lnFS 組內(nèi)
統(tǒng)計(jì)量 Panel ν-stat
-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 10218* Panel ADF-stat -10.48*
組間
統(tǒng)計(jì)量 Group ρ-stat
14.86* Group PP-stat 無(wú) Group ADF-stat 無(wú)
被解釋
變量lnFQ 組內(nèi)
統(tǒng)計(jì)量 Panel v-Stat
-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 16.1* Panel ADF-stat -13.7*
組間
統(tǒng)計(jì)量 Group ρ-stat
14.86* Group PP-stat 無(wú) Group ADF-stat 無(wú)
被解釋
變量lnFW 組內(nèi)
統(tǒng)計(jì)量 Panel v-Stat
-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 1.3E+25* Panel ADF-stat -29.4*
組間
統(tǒng)計(jì)量 Group ρ-stat
14.86* Group PP-stat 無(wú) Group ADF-stat 無(wú)
1.除了Panelν-stat為右尾檢定之外，其余統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均為左尾檢定。
2.*表示在1%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。
3.由于缺少西藏個(gè)別變量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，因此組間統(tǒng)計(jì)量?jī)蓚€(gè)指標(biāo)無(wú)法計(jì)算。
三個(gè)方程變量的協(xié)整檢驗(yàn)的組內(nèi)和組間統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著水平上均表明拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此上述三個(gè)方程存在協(xié)整關(guān)系，可以直接進(jìn)行回歸分析，不存在偽回歸。
3.實(shí)證結(jié)果。
按照協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，我們對(duì)三個(gè)模型進(jìn)行了總體回歸，回歸結(jié)果制成表3。表中斜體數(shù)據(jù)表明t統(tǒng)計(jì)量接受系數(shù)為零的原假設(shè)。
表3 三個(gè)總體回歸模型的樣本回歸結(jié)果
被解釋變量lnFS 被解釋變量lnFQ 被解釋變量lnFW
lnY -0.79(-5.07)* -0.15(-1.22) -1.09(7.09)*
lnY2 0.32(2.86)* 0.22(2.44)* 0.23(2.02)**
lnY3 0.30(2.36)* 0.2(2.04)** 0.37(2.94)*
lnG -1.02(-5.04)* -0.21(-1.32) 0.87(4.37)*
lnA -0.68(-6.16)* 0.19(2.21)** -0.02(-0.14)
lnM -0.04(-1.2) -0.03(-0.88) 0.01(0.17)
lnE 0.94(54)* 0.75(54.9)* 0.76(44.4)*
R2 0.56 0.64 0.6
樣本容量 240
1.解釋變量系數(shù)后面括號(hào)里的數(shù)字是t統(tǒng)計(jì)量，下同。
2.*、**、***分別表示t統(tǒng)計(jì)量在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，下同。
上述回歸結(jié)果表明，工業(yè)廢水排放量和人口密度無(wú)關(guān)，主要受到人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單位GDP能耗和污染治理四個(gè)變量的影響，并且污染治理投入與工業(yè)廢水排放量正相關(guān)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單位GDP能耗和工業(yè)廢水排放量負(fù)相關(guān)，也就是說(shuō)工業(yè)產(chǎn)值的比重越大、單位GDP的能耗越大，廢水排放量就越少；反之則反是。工業(yè)廢水排放量的曲線形式不同于前文所分析的“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。工業(yè)廢氣排放量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度無(wú)關(guān)，與單位GDP能耗、污染治理投入正相關(guān)；工業(yè)廢氣排放量的曲線形式也與已有成果不同。工業(yè)固體廢棄物的排放量與人口密度、單位GDP能耗無(wú)關(guān)，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、污染治理投入正相關(guān)；曲線形式與工業(yè)廢水排放量曲線一致。
目前面板模型的應(yīng)用研究主要是基于Hausman檢驗(yàn)的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型，本文嘗試在此方面進(jìn)行分析，同表3結(jié)果進(jìn)行比較分析。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明三個(gè)方程均適合使用隨機(jī)效應(yīng)模型，結(jié)果制成表4。
表4 基于Hausman檢驗(yàn)的隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果
被解釋變量lnFS 被解釋變量lnFQ 被解釋變量lnFW
C 10.57(28.7)* 8.2(18.5)* 7.7(19.5)*
lnY 0.15(1.69)*** 0.996(9.36)* 0.57(5.73)*
lnY2 0.075(1.63)*** 0.1(1.76)*** 0.03(0.6)
lnY3 -0.27(-5.74)* -0.09(-1.5) 0.03(0.65)
lnG 0.898(3.36)* 0.92(3.08)* 0.8(2.78)*
lnA -0.01(-0.108) 0.16(1.37) 0.18(1.59)
lnM -0.11(-1.7)*** -0.11(-1.99)** -0.06(-0.77)
lnE 0.074(3.29)* 0.08(2.9)* 0.05(2.27)**
R2 0.25 0.55 0.45
上述結(jié)果表明，lnFS、lnFQ、lnFW均與單位GDP能耗無(wú)關(guān)，并且常數(shù)項(xiàng)均為正。其中，lnFS、lnFQ、lnFW與第二產(chǎn)業(yè)的比重、污染治理投入正相關(guān)，lnFS、lnFQ與人口密度負(fù)相關(guān)，lnFW與人口密度無(wú)關(guān)。lnFS、lnFQ、lnFW的曲線形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。這個(gè)結(jié)論和包群、彭水軍、陽(yáng)小曉（2005）、劉燕、潘楊、陳剛（2006）、于峰、齊建國(guó)、田曉林（2006）、李達(dá)、王春曉（2007）所用面板數(shù)據(jù)分析的結(jié)果不同。
表3和表4比較，我們發(fā)現(xiàn)，表4的結(jié)果從理論邏輯上更合理一些，因此后文分析以表4的結(jié)果為基礎(chǔ)。
lnFS、lnFQ、lnFW三個(gè)指標(biāo)均與第二產(chǎn)業(yè)的比重正相關(guān)，這基本符合經(jīng)濟(jì)邏輯和人們的正常思路，工業(yè)產(chǎn)值的比重越大，工業(yè)排放量就越大，對(duì)環(huán)境的污染也就越大。lnFS、lnFQ、lnFW三個(gè)指標(biāo)與人口密度呈現(xiàn)（或者不存在）微弱的負(fù)相關(guān)，表明產(chǎn)業(yè)升級(jí)帶動(dòng)的就業(yè)方向更加理性以及人們對(duì)于環(huán)境條件的要求提高；人口越是密集，對(duì)于政府控制環(huán)境質(zhì)量的力度壓力就越大，重污染企業(yè)的規(guī)劃就越是可能遠(yuǎn)離人口密集區(qū)，lnFS、lnFQ、lnFW三個(gè)指標(biāo)的排放量就越小，因此兩者負(fù)相關(guān)。lnFS、lnFQ、lnFW三個(gè)指標(biāo)均與污染治理投入正相關(guān)，似乎不符合經(jīng)濟(jì)邏輯的正常思路。因?yàn)橐话銇?lái)說(shuō)，污染治理投入越多，各種工業(yè)排放量似乎應(yīng)該越少，環(huán)境就越為改善。實(shí)際上，本文認(rèn)為，工業(yè)廢水、廢氣、固體廢棄物的排放與污染治理投入有一種循環(huán)的“倒逼機(jī)制”，當(dāng)工業(yè)排放量增加污染嚴(yán)重政府污染治理投入就增加環(huán)境隨之改善政府就自然減少了污染治理投入（往往表現(xiàn)為監(jiān)督管理力度弱化，這種弱化卻表現(xiàn)為有關(guān)部門(mén)的內(nèi)部理性。試想，如果環(huán)境質(zhì)量一直很好，這個(gè)部門(mén)是否有繼續(xù)存在的必要？同時(shí)國(guó)家也因?yàn)榄h(huán)境質(zhì)量一直較好必然減少污染治理投入，勢(shì)必減少某些部門(mén)的收入和福利）工業(yè)排放量增加（這一輪次的邏輯是一種博弈，因?yàn)槠髽I(yè)廢水等的排放會(huì)減少企業(yè)內(nèi)部成本，所以一有機(jī)會(huì)增加三排對(duì)企業(yè)來(lái)說(shuō)是提高收益）的惡性循環(huán)。正是因?yàn)檎⒂嘘P(guān)管理部門(mén)、企業(yè)站在各自立場(chǎng)獨(dú)立行事，沒(méi)有較好地協(xié)調(diào)運(yùn)作和缺少對(duì)整個(gè)環(huán)境質(zhì)量的使命感，也因?yàn)樯鲜鋈齻€(gè)方面權(quán)利義務(wù)不對(duì)等，沒(méi)有較好的獎(jiǎng)懲機(jī)制等有效的制度安排，這種“倒逼機(jī)制”就會(huì)一直存在，這就導(dǎo)致。lnFS、lnFQ、lnFW三個(gè)指標(biāo)均與污染治理投入正相關(guān)。
由于表4的結(jié)果具有邏輯基礎(chǔ)，因此我們嘗試在表4的基礎(chǔ)上，分析和探討分省的lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量，期望找到規(guī)律性的結(jié)論。我們按照表4的回歸結(jié)果，將自主排放量編制成表5。由于對(duì)排放量取了對(duì)數(shù)，因此結(jié)果存在負(fù)數(shù)，負(fù)數(shù)越小，表明自主排放量越??；數(shù)值越大，表明自主排放量越大。
表5 基于隨機(jī)效應(yīng)模型的各地區(qū)lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量
地區(qū) lnFS lnFQ lnFW 地區(qū) lnFS lnFQ lnFW
北京 -0.561 -0.919 -0.943 河南 0.714 0.915 0.713
天津 -0.782 -1.205 -1.783 湖北 0.795 0.385 0.236
河北 0.513 0.691 1.133 湖南 1.034 0.359 0.436
山西 -0.426 0.597 1.081 廣東 0.97 0.314 -0.321
內(nèi)蒙古 -0.719 0.403 0.378 廣西 0.775 0.841 0.594
遼寧 0.832 0.535 1.036 海南 -0.842 -0.945 -2.199
吉林 -0.195 -0.122 -0.172 重慶 0.340 -0.39 -0.269
黑龍江 -0.197 -0.406 0.004 四川 0.912 0.740 1.066
上海 0.666 -0.712 -1.097 貴州 -0.865 0.721 0.950
江蘇 1.124 0.164 0.001 云南 -0.347 -0.008 0.616
浙江 0.604 -0.102 -0.837 陜西 -0.324 0.146 0.564
安徽 0.38 0.496 0.698 甘肅 -0.769 0.107 0.064
福建 0.197 -0.756 -0.140 青海 -2.057 -1.066 -1.472
江西 0.169 0.052 1.295 寧夏 -1.665 -0.946 -1.465
山東 0.365 0.401 0.609 新疆 -0.642 -0.289 -0.775
工業(yè)廢水自主排放量較大的幾個(gè)地區(qū)（從大到小排序）有：江蘇、湖南、廣東、四川、遼寧、湖北、廣西、河南、上海、浙江；工業(yè)廢水自主排放量較小的地區(qū)（按照從小到大排序）有：青海、寧夏、貴州、海南、天津、甘肅、內(nèi)蒙古、新疆。工業(yè)廢氣自主排放量較大的幾個(gè)地區(qū)（從大到小排序）有：河南、廣西、四川、貴州、河北、山西、遼寧、安徽；工業(yè)廢氣自主排放量較小的地區(qū)（按照從小到大排序）有：天津、青海、寧夏、海南、北京、福建、上海。工業(yè)固體廢棄物自主排放量較大的地區(qū)（按照從大到小排序）有：河北、江西、山西、四川、遼寧、貴州、河南、安徽；工業(yè)固體廢棄物自主排放量較小的地區(qū)（按照從小到大排序）有：海南、天津、青海、寧夏、上海、北京、浙江、新疆。 一個(gè)很有意思的情況是：工業(yè)廢水自主排放量最大的幾個(gè)地區(qū)除了廣西，其余地區(qū)或者是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較好的地區(qū)，或者是經(jīng)濟(jì)總量大??；而工業(yè)廢水自主排放量較小的地區(qū)幾乎無(wú)一例外的都是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較為緩慢或者不發(fā)達(dá)地區(qū)。工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢棄物自主排放量較大的地區(qū)基本完全重復(fù)，而且和工業(yè)廢水自主排放量較大的地區(qū)差異明顯，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的三廢排放和經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的三廢排放標(biāo)的不同，我們認(rèn)為這是由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不同造成的。三廢排放較小的地區(qū)重復(fù)較大，基本上是西部或者經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)。上述狀況給我們提供的一個(gè)基本規(guī)律表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和工業(yè)三廢排放具有因果關(guān)系
三排自主排放量都較大的地區(qū)有：四川、遼寧、河南；三排自主排放量都較小的地區(qū)有：青海、寧夏、海南、天津。前者的環(huán)境問(wèn)題需要引起政府的極大關(guān)注，尤其河南，經(jīng)濟(jì)較為落后，環(huán)境污染較為嚴(yán)重，如此惡性循環(huán)，情景堪憂(yōu)。對(duì)于后者，如何保障環(huán)境不會(huì)遭受進(jìn)一步破壞的前提下，有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和增長(zhǎng)，成為國(guó)家和當(dāng)?shù)卣囊豁?xiàng)重要任務(wù)。
四、結(jié)論和政策建議
基于效用函數(shù)擴(kuò)展的EKC模型的面板協(xié)整分析表明如下結(jié)論：
1.我國(guó)分省的lnFS、lnFQ、lnFW的曲線形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。
2.分省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和工業(yè)廢水、廢氣、固體廢棄物的排放具有因果關(guān)系。
3.經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)和不發(fā)達(dá)地區(qū)工業(yè)三廢的排放標(biāo)的顯著不同。
4.工業(yè)三廢排放對(duì)國(guó)家污染治理投入具有“倒逼機(jī)制”。
5.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤其是第二產(chǎn)業(yè)比重的增加會(huì)增加工業(yè)三廢的排放量。
6.人口密度對(duì)工業(yè)三廢排放具有擠出效應(yīng)。
7.河南省的環(huán)境狀況需要引起警惕，北京、上海的環(huán)境有明顯改善的跡象。
根據(jù)上述結(jié)論，我們提出如下的政策建議：
1.我們沒(méi)有看到分省環(huán)境和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，我們的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目前仍然是以環(huán)境惡化為代價(jià)。但并不是說(shuō)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)無(wú)法改變環(huán)境惡化的狀況，北京和上海已經(jīng)表明了EKC曲線在我國(guó)某些地區(qū)一定程度上成立。從目前的環(huán)境惡化狀況出發(fā)，一味提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度、忽視經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量和犧牲人們賴(lài)以生存的環(huán)境為代價(jià)是不可取的，發(fā)達(dá)國(guó)家的先污染后治理的思路不一定在中國(guó)適用，因?yàn)閲?guó)情和制度、以及人口壓力不同。因此首先要從國(guó)家層面上制定有效的環(huán)境保護(hù)政策和措施，并且要能夠做到有法可依，有法必依，執(zhí)法必嚴(yán)，違法必究，否則只是落在紙面上的所謂環(huán)境保護(hù)法律必然形如廢紙。同時(shí)利用各種渠道宣傳和提高國(guó)人環(huán)境保護(hù)的覺(jué)悟，喚醒人們的環(huán)境保護(hù)意識(shí)，如果從人的心靈教育認(rèn)識(shí)到人類(lèi)發(fā)展和環(huán)境的辯證關(guān)系并不是用金錢(qián)所能買(mǎi)回來(lái)或者治理好的，人類(lèi)行為導(dǎo)致的污染排放必然減少?？偨Y(jié)來(lái)說(shuō)，法律的健全和有效實(shí)行——明確的權(quán)責(zé)利關(guān)系——良好的道德品質(zhì)教育，將有利于環(huán)境保護(hù)。
2.堅(jiān)決杜絕工業(yè)三廢排放對(duì)于國(guó)家污染治理投入的“倒逼機(jī)制”，不應(yīng)該再出現(xiàn)“污染嚴(yán)重——投入治理——環(huán)境改善——治理投入減少——污染嚴(yán)重”的惡性循環(huán)，而應(yīng)該是從源頭抓起，真正做到誰(shuí)污染誰(shuí)治理，建立環(huán)境污染的誠(chéng)信機(jī)制，制定有效的獎(jiǎng)懲機(jī)制，杜絕環(huán)境保護(hù)領(lǐng)域的腐敗，當(dāng)制度機(jī)制代替了行為機(jī)制，當(dāng)制度的客觀約束高于人的主觀約束，這時(shí)候的環(huán)境保護(hù)必將呈現(xiàn)良性循環(huán)發(fā)展態(tài)勢(shì)。
3.一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式不應(yīng)該是領(lǐng)導(dǎo)一言堂，而應(yīng)該建立一整套的評(píng)估體系對(duì)項(xiàng)目的實(shí)行進(jìn)行綜合的可行性評(píng)估，包括對(duì)環(huán)境污染的程度與長(zhǎng)期影響的評(píng)價(jià)，并且要備案，要建立負(fù)責(zé)機(jī)制，出現(xiàn)嚴(yán)重后果要有人負(fù)責(zé)，正確處理好責(zé)權(quán)利的辯證關(guān)系。同時(shí)要杜絕GDP唯上的地方政府績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，建立一整套切實(shí)可行的包括環(huán)境狀況的指標(biāo)評(píng)價(jià)體系。
4.對(duì)個(gè)別整體環(huán)境污染嚴(yán)重的地區(qū)，要因勢(shì)利導(dǎo)，盡快扭轉(zhuǎn)環(huán)境持續(xù)惡化的惡性循環(huán)狀態(tài)，具體問(wèn)題具體對(duì)待的同時(shí)更要總攬全局，制定切實(shí)可行的綜合治理措施。
參考文獻(xiàn)
[1]包群、彭水軍、陽(yáng)小曉. 是否存在環(huán)境庫(kù)茲涅茨倒U型曲線?——基于六類(lèi)污染指標(biāo)的經(jīng)驗(yàn)研究［J］，上海經(jīng)濟(jì)研究，2005（12）：3-13。
[2]劉燕、潘楊、陳剛. 經(jīng)濟(jì)開(kāi)放條件下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量——基于中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析［J］，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006（6）：48-55。
[3]于峰、齊建國(guó)、田曉林. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響的實(shí)證分析——基于 1999—2004 年間各省市的面板數(shù)據(jù)［J］，中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006（8）：36-44。
[4]李達(dá)、王春曉. 我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染物排放的關(guān)系——基于分省面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究［J］，財(cái)經(jīng)科學(xué)，2007（2）：43-50。
[5]Grossman ，Gene M.，Alan B.Kruger，Environmental Impact of North American Free Trade Agreement[D]，NBER Working Paper No.3914，1991.
[6]Grossman G.M. and Krueger A.B.， Economic Growth and the Environment[D].NBER Working Paper No 4634，1994.
[7]David I. Stern. Expaining Changes in Global Sulfur Emissions：An Econometric Decomposition Approach [J]. Ecological Economics，2002，（42）.
[8]Xepapadeas， A. and Amri， E.， 1995，“Environmental Quality and Economic Development: Empirical Evidence Based on QualitativeCharacteristics”， Nota di Lavoro 15. 95 Fondazione Eni Enrico Mattei.
[9]Selden，T.M. and D.Song(1994)，Environmental quality and development:is there a Kuznets curve for air pollution emissions?，Journal of Environmental Economics and Management 27:147-162.
[10]Selden，T.M. and D.Song(1995)，Neoclassical growth，the J curve for abatement，and the inverted U curve for pollution，Journal of Environmental Ecomomics and Management 29:162-168.
[11] Levin， A. ， C. Lin and C. Chu. Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite-Sample Properties[J]. Journal of Econometrics，2002， 108: 1-24.
[12] Im， Kzing So; M. Hashem Pesaran， and YongcheolShin.Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels[J]. Journal of Econometrics，2003， 115， 53-74.
[13] Pedroni P. Fully Modfied OLS For Heterogeneous Cointegrated Panels[J].Advances in Econometrics， 1999， 15: 93-13.
[14]Breitung，Jorg.The Local Power of Some Unit Root Tests for Panel Data ，in B.Baltagi(ed).Advances in Econometrics ，Vol，15:Nonstationary Panels ，Panel Cointegration ，and Dynamic Panels ，Amsterdam:JAI Press ，2000，161-178.
你局《關(guān)于全年一次性獎(jiǎng)金單位負(fù)擔(dān)稅款計(jì)算方法的請(qǐng)示》（京地稅個(gè)[2005]278號(hào)）收悉。經(jīng)研究，批復(fù)如下：
一、根據(jù)《國(guó)家稅務(wù)總局關(guān)于印發(fā)的通知》（國(guó)稅發(fā)[1994]089號(hào)）第十四條的規(guī)定，不含稅全年一次性獎(jiǎng)金換算為含稅獎(jiǎng)金計(jì)征個(gè)人所得稅的具體方法為：
（一）按照不含稅的全年一次性獎(jiǎng)金收入除以12的商數(shù)，查找相應(yīng)適用稅率A和速算扣除數(shù)A；
（二）含稅的全年一次性獎(jiǎng)金收入=（不含稅的全年一次性獎(jiǎng)金收入-速算扣除數(shù)A）÷（1-適用稅率A）；
（三）按含稅的全年一次性獎(jiǎng)金收入除以12的商數(shù)，重新查找適用稅率B和速算扣除數(shù)B；
（四）應(yīng)納稅額=含稅的全年一次性獎(jiǎng)金收入×適用稅率B-速算扣除數(shù)B.
